李梅

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引言

對外直接投資(outward foreign direct investment，OFDI)是發(fā)展中國家跨國公司融入全球化、在全球范圍內(nèi)獲取先進(jìn)技術(shù)、知識和經(jīng)驗等創(chuàng)造性資產(chǎn)的重要途徑。近年來，來自發(fā)展中國家的OFDI在全球直接投資總額中占的比例越來越大?！妒澜缤顿Y報告》顯示，2013年發(fā)展中國家的直接投資流出量達(dá)到4540億美元，占全球直接投資流出總量的39%。從理論上說，通過對外投資，跨國公司可獲得國內(nèi)無法獲得的先進(jìn)技術(shù)和資源，對母公司、母公司所在行業(yè)乃至整個母國的生產(chǎn)率產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng)。但是，這種對母國的逆向生產(chǎn)率溢出效應(yīng)并不會自動產(chǎn)生，而是取決于母公司和母國其他企業(yè)的吸收能力。

中國自改革開放以來，整體經(jīng)濟(jì)實力不斷增強(qiáng)，金融資產(chǎn)規(guī)模逐年增加?！吨袊鹑诮y(tǒng)計年鑒》顯示，我國全部金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額由2003年的15.90萬億元增長到2013年的71.9萬億元，年均增長率達(dá)16.29%。高效的金融系統(tǒng)能夠為企業(yè)對外投資和吸收先進(jìn)技術(shù)知識提供充分的融資支持，從而提升企業(yè)進(jìn)行對外投資的意愿和能力，在通過對外投資促進(jìn)母國生產(chǎn)率增長中必將起到正向促進(jìn)作用。雖然近年來我國整體金融得到發(fā)展，但是從區(qū)域角度看，我國金融發(fā)展呈現(xiàn)出較強(qiáng)的非均衡性。東部地區(qū)集中了全國絕大多數(shù)金融資源，其金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點個數(shù)、從業(yè)人員和信貸總額在全國占比例最高。據(jù)《2013年中國區(qū)域金融運行報告》統(tǒng)計，2013年中國東部、中部、西部和東北部地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)貸款余額分別為42.2萬億、11.1萬億、14.6萬億和5.2萬億，分別占比57.73%、15.19%、19.97%和7.11%。這種區(qū)域間的金融發(fā)展差異是由地理位置、金融政策、制度、歷史文化等因素造成的。這種不合理的地區(qū)分布導(dǎo)致金融資源的配置效率不高。金融發(fā)達(dá)的地區(qū)能為本地企業(yè)的人力資本提升和技術(shù)創(chuàng)新活動提供資金保障和融資支持，增強(qiáng)該地區(qū)對先進(jìn)技術(shù)的吸收能力，而金融發(fā)達(dá)程度不高的地區(qū)顯然將受制于此。

發(fā)展中國家的跨國公司希冀通過對外投資促進(jìn)生產(chǎn)率提升，但其能否實現(xiàn)取決于母公司乃至整個國家的吸收能力。金融發(fā)展作為吸收能力的重要一環(huán)，理應(yīng)在其中發(fā)揮重要作用。但是，遺憾的是，目前還鮮有文獻(xiàn)對此進(jìn)行關(guān)注。以往OFDI的相關(guān)文獻(xiàn)大多停留在檢驗OFDI是否促進(jìn)了母國生產(chǎn)率增長，缺乏對金融發(fā)展這一可能影響OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的重要因素進(jìn)行深入研究。在當(dāng)前越來越多的中國企業(yè)“走出去”，希冀通過對外投資獲取東道國先進(jìn)技術(shù)知識的背景下，如何利用母國的金融發(fā)展等資源，有效吸收和利用由國外得來的先進(jìn)技術(shù)和知識，促進(jìn)母國生產(chǎn)率增長，是非常有意義的論題。但是我國目前金融發(fā)展呈現(xiàn)的這種區(qū)域化的非均衡特征為我國充分發(fā)揮金融資源對生產(chǎn)率增長的促進(jìn)作用提出了挑戰(zhàn)。要緊緊圍繞市場在資源配置中起決定作用的因素深化經(jīng)濟(jì)體制改革，其中金融改革的重點方向?qū)⑹墙∪鄬哟钨Y本市場體系和提升金融資源配置效率。因此，本文將探究金融發(fā)展對OFDI的母國生產(chǎn)率增長效應(yīng)的影響，并在此基礎(chǔ)上，為各級政府根據(jù)地區(qū)金融發(fā)展差異制定積極有效的地區(qū)金融發(fā)展戰(zhàn)略，努力提升金融資源配置效率以確保OFDI最大的生產(chǎn)率溢出提供參考建議。

二、文獻(xiàn)評述和理論分析

(一)對外直接投資與母國生產(chǎn)率增長

關(guān)于對外直接投資與母國生產(chǎn)率增長的關(guān)系，目前國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了一些研究，但是未能得到一致結(jié)論。Driffield等(2009)的研究表明跨國公司對外投資能促進(jìn)母國生產(chǎn)率增長[1]。但是，Bitzer和Kerekes(2008)的研究卻得到了不同的結(jié)論，他們運用OECD國家產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)對OFDI逆向生產(chǎn)率溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗時發(fā)現(xiàn)，OFDI對母國生產(chǎn)率的提升效果并不明顯，并且非西方七國(G7)的OFDI對國內(nèi)生產(chǎn)率增長還有顯著的負(fù)面效應(yīng)[2]。Bitzer和Gorg(2009)、Dierk(2010)關(guān)于OFDI的跨國比較研究進(jìn)一步證實了OFDI逆向生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的國別差異[3-4]。國內(nèi)部分學(xué)者研究了OFDI對母國生產(chǎn)率增長的溢出效應(yīng)，由于樣本、時期及研究方法的差異，得到的結(jié)果也不一致。較新的一項基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，對外投資企業(yè)的生產(chǎn)率增長明顯高于非對外投資企業(yè)(蔣冠宏等，2013)[5]。

基于OFDI對母國生產(chǎn)率溢出效應(yīng)存在的國別差異，有學(xué)者進(jìn)一步指出這可能因母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、自然資源稟賦、技術(shù)水平、金融市場發(fā)展程度、貿(mào)易開放度、政府政策等引起[4]。這些因素可稱之為廣義吸收能力。廣義吸收能力是影響國際知識溢出的重要因素。學(xué)者們在研究FDI溢出時發(fā)現(xiàn)，東道國吸收能力，包括人力資本[6]、研發(fā)投入[7]、技術(shù)差距[8]等對FDI的東道國生產(chǎn)率溢出均有重要影響。但是遺憾的是，國外尚鮮見學(xué)者從這些吸收能力角度對OFDI的母國生產(chǎn)率溢出效應(yīng)做進(jìn)一步研究。國內(nèi)少數(shù)學(xué)者從吸收能力角度做了嘗試性研究(陳巖，2011； 李梅和柳士昌，2012)[9-10]，但是這些研究尚不夠深入。

(二)金融發(fā)展對OFDI的母國生產(chǎn)率增長效應(yīng)的作用機(jī)制分析

本文主要關(guān)注金融發(fā)展這一廣義吸收能力。一國的金融發(fā)展水平對投資決策與技術(shù)創(chuàng)新具有重要影響，發(fā)達(dá)的金融體系通過為技術(shù)創(chuàng)新提供便利融資而提升創(chuàng)新活動的效率(Hsu，2014)[11]。一些學(xué)者研究金融發(fā)展、FDI和東道國生產(chǎn)率增長的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)的金融體系不僅能提高資源配置效率，而且還有利于增強(qiáng)東道國與FDI有關(guān)的吸收能力，促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)的發(fā)揮[12]。Azman-Saini等(2010)進(jìn)一步指出，作為吸收能力的金融發(fā)展水平在促進(jìn)FDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)發(fā)揮中存在一個最低的“門檻”，只有當(dāng)以流動性作為衡量指標(biāo)的金融市場發(fā)展超過這個最低門檻時，F(xiàn)DI對東道國生產(chǎn)率的促進(jìn)才可能發(fā)生[13]。國內(nèi)學(xué)者近年來也日益關(guān)注金融發(fā)展與FDI的生產(chǎn)率溢出的關(guān)系。一些研究證實了金融效率的提高有利于吸收外資企業(yè)技術(shù)外溢[14-15]。

以上文獻(xiàn)研究了金融發(fā)展作為吸收能力在FDI和東道國生產(chǎn)率增長關(guān)系中所起到的積極作用。我們不難推斷，基于創(chuàng)造性資產(chǎn)尋求動機(jī)的發(fā)展中國家跨國公司對外投資，要真正獲得并吸收利用國外的創(chuàng)造性資產(chǎn)，提升本公司、本行業(yè)乃至整個母國的生產(chǎn)率水平，也離不開母國金融體系的支持。母國金融發(fā)展主要通過以下幾個途徑影響OFDI的母國生產(chǎn)率增長效應(yīng)：

1. 為企業(yè)對外投資活動和獲取國外新技術(shù)提供融資支持。企業(yè)到發(fā)達(dá)國家進(jìn)行投資需要大量的資金，而母國發(fā)達(dá)的金融市場可為此提供充分支持，增強(qiáng)企業(yè)對外投資的意愿和能力，為企業(yè)學(xué)習(xí)吸收國外先進(jìn)技術(shù)知識奠定基礎(chǔ)。相關(guān)研究表明，國內(nèi)較差的融資環(huán)境已經(jīng)成為我國企業(yè)實施對外投資的重要障礙因素(韓立巖和顧雪松，2013)[16]。

2. 為企業(yè)學(xué)習(xí)和吸收新技術(shù)提供融資支持。知識的外部性使得企業(yè)通過對外投資獲得來自東道國的先進(jìn)技術(shù)知識成為可能，但是要更好地學(xué)習(xí)和吸收這種逆向溢出的新知識和新技術(shù)，企業(yè)需要進(jìn)行人員培訓(xùn)、設(shè)備購置、技術(shù)改造甚至兼并重組等，而金融市場作為資金籌措的場所，可以為和企業(yè)技術(shù)學(xué)習(xí)和創(chuàng)新相關(guān)的活動提供融資支持，增強(qiáng)對外來先進(jìn)技術(shù)的吸收能力，進(jìn)而增強(qiáng)本公司競爭優(yōu)勢和促進(jìn)生產(chǎn)率提升。

3. 為OFDI獲得的新技術(shù)在全行業(yè)乃至全國范圍的溢出提供融資支持。新技術(shù)的溢出一般由以下途徑產(chǎn)生：人力資本效應(yīng)、競爭效應(yīng)和模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)。金融發(fā)展通過影響以下這些途徑來促進(jìn)OFDI獲取的新技術(shù)的溢出：

一是人力資本效應(yīng)。OFDI企業(yè)的員工在對外投資實踐中積累了一定的知識和技術(shù)經(jīng)驗后，可以通過回流到母國本土企業(yè)和創(chuàng)立新企業(yè)兩種方式實現(xiàn)外來新技術(shù)的轉(zhuǎn)移。一般來說，掌握發(fā)達(dá)東道國先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗的員工回流到母國后，其雇傭成本比較高。本土企業(yè)為了實現(xiàn)生產(chǎn)率提升，需要支付較高的薪酬以吸納這些回流的高級人才，這一行為需要金融市場的資金支持?；亓鲉T工還可以在母國創(chuàng)立新企業(yè)，促使技術(shù)知識向現(xiàn)實生產(chǎn)率轉(zhuǎn)化。這些具備創(chuàng)新潛能的高級人才的創(chuàng)業(yè)活動大多需要國內(nèi)金融市場的資金支持。因此，發(fā)達(dá)的金融市場對這兩類人力資本的金融支持必將增加對通過對外投資獲取的先進(jìn)技術(shù)知識的吸收能力，有助于母國生產(chǎn)率提升。

二是競爭效應(yīng)和模仿效應(yīng)。OFDI企業(yè)憑借其獲得的國外新技術(shù)優(yōu)勢，為了爭奪市場份額，獲取高額利潤，與本行業(yè)其他企業(yè)進(jìn)行競爭，迫使本行業(yè)的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新。另一方面，OFDI企業(yè)采用的國外先進(jìn)的生產(chǎn)和管理技術(shù)又為本行業(yè)企業(yè)提供了學(xué)習(xí)和模仿的對象，形成了示范效應(yīng)。但本行業(yè)企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)的自我創(chuàng)新和技術(shù)的學(xué)習(xí)模仿有一定的成本，包括購買新設(shè)備、培訓(xùn)員工、提供高薪以吸引高技術(shù)和管理人才等，完善的金融市場將為此類活動提供金融支持，從而有利于本行業(yè)生產(chǎn)率的提升。

三是產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。從理論上講，金融發(fā)展水平高的地區(qū)，更有助于OFDI企業(yè)與母國其他企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈接(Alfaro，2010)[17]。順暢的OFDI企業(yè)與母國本土企業(yè)的前后向產(chǎn)業(yè)鏈接，必將推進(jìn)OFDI企業(yè)獲得的國外先進(jìn)技術(shù)更具速度和更有效率地向國內(nèi)其他行業(yè)轉(zhuǎn)移，最終將帶動行業(yè)外企業(yè)乃至全國范圍的生產(chǎn)率提升。

綜上所述，在OFDI與母國生產(chǎn)率增長的關(guān)系中，母國金融發(fā)展可能扮演著一個非常重要的角色，而目前尚鮮見相關(guān)文獻(xiàn)對此進(jìn)行深入系統(tǒng)的研究，這給本研究提供了一個契機(jī)。此外，有關(guān)東道國金融發(fā)展和FDI生產(chǎn)率溢出的文獻(xiàn)表明，東道國金融發(fā)展和FDI溢出的關(guān)系可能并不呈現(xiàn)簡單的線性關(guān)系，金融發(fā)展促進(jìn)FDI溢出效應(yīng)發(fā)揮可能存在一個最低的“門檻”[13]，只有當(dāng)金融發(fā)展達(dá)到這個最低門檻時，才可能對FDI溢出起到積極的促進(jìn)作用。因此，我們預(yù)期，母國金融發(fā)展和OFDI逆向生產(chǎn)率溢出的關(guān)系也可能呈現(xiàn)一種非線性的“門檻”特征，即只有當(dāng)金融發(fā)展超過一個最低“門檻”值時，跨國公司通過對外投資獲取的先進(jìn)技術(shù)、知識和經(jīng)驗才可能在高效的金融體系支持下，傳導(dǎo)回國內(nèi)并在全產(chǎn)業(yè)乃至全國范圍內(nèi)波及，F(xiàn)DI對母國生產(chǎn)率的逆向溢出效應(yīng)才可能產(chǎn)生。因此，本文將借鑒Hansen(1999)的面板門檻模型，運用2003-2011年中國對外投資的省際面板數(shù)據(jù)，研究母國金融發(fā)展對OFDI的母國生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的影響[18]。在我國目前地區(qū)金融發(fā)展不均衡的情境下，不同水平的金融發(fā)展對OFDI生產(chǎn)率溢出的影響如何，以及如何根據(jù)地區(qū)金融發(fā)展差異制定積極有效的金融發(fā)展戰(zhàn)略、創(chuàng)造一個良好的金融市場環(huán)境以最大限度促進(jìn)OFDI對母國生產(chǎn)率的溢出是一個比較有意義的論題。

三、研究設(shè)計和數(shù)據(jù)處理

(一)實證模型

借鑒國際R&D溢出回歸模型的思路，本文構(gòu)建基本實證模型如下：

(1)

本文借鑒Hansen(1999)的面板門檻回歸模型研究金融發(fā)展對中國OFDI的母國生產(chǎn)率溢出的門檻效應(yīng)。該模型克服了傳統(tǒng)門檻分析方法的缺陷，具有不需要給定非線性模型的具體形式、門檻值完全由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定、依據(jù)漸進(jìn)分布理論建立待估參數(shù)的置信區(qū)間、可運用bootstrap方法估計門檻值的統(tǒng)計顯著性等優(yōu)點，可以很好地檢驗不同金融發(fā)展水平對OFDI的母國生產(chǎn)率增長效應(yīng)的影響。將基本模型(1)擴(kuò)展為門檻模型如下：

(2)

其中，金融發(fā)展FINit為門檻變量，γ為待估算的門檻值，I(·)為指標(biāo)函數(shù)。

模型(2)為單門檻模型。雙門檻模型和多門檻模型可由單門檻模型擴(kuò)展得到。例如雙門檻模型可擴(kuò)展如下：

(3)

在估計門檻值時，首先采用“格柵搜索法”(Grid Search)連續(xù)給出門檻回歸中的候選門檻值γ，然后對模型進(jìn)行回歸，選擇回歸殘差平方和最小的候選門檻值作為回歸估計的真實門檻值。估計出門檻值后，還需要對門檻效應(yīng)的顯著性和門檻估計值的真實性進(jìn)行檢驗。具體模型估計和檢驗方法詳見Hansen(1999)，在此不再贅述。

(二)變量含義和數(shù)據(jù)處理

在估計門檻值時，首先采用“格柵搜索法”(Grid Search)連續(xù)給出門檻回歸中的候選門檻值，然后對模型進(jìn)行回歸，選擇回歸殘差平方和最小的候選門檻值作為回歸估計的真實門檻值。估計出門檻值后，還需要對門檻效應(yīng)的顯著性和門檻估計值的真實性進(jìn)行檢驗。具體模型估計和檢驗方法詳見Hansen(1999)，在此不再贅述。

本文的主要分析數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、《國際統(tǒng)計年鑒》和《OECD Factbook》。由于我國對外直接投資統(tǒng)計始于2003年，因此本文的樣本期確定為2003-2011年。樣本包括全國29個省、自治區(qū)和直轄市，其中重慶數(shù)據(jù)合并到四川省進(jìn)行分析，西藏由于對外投資太少予以剔除。各變量的測度如下：

全要素生產(chǎn)率(TFP)：采用基于DEA的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型對各省全要素生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行測算。各省區(qū)的產(chǎn)出(Y)以折算為2003年不變價格的實際GDP表示。2003-2011年當(dāng)年價GDP和GDP指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。投入變量資本存量(K)采用永續(xù)盤存法估計，基本公式為Kit=Iit+(1-δ)Ki,t-1,其中Kit為i省第t年的固定資本存量，Iit為i省第t年固定資本形成總額，各省數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，并用各省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)折算為2003年不變價格。δ為資本折舊率，取9.6%?；?2003年)及后續(xù)各年的各省固定資本存量按張軍等(2004)的方法計算[19]。投入變量勞動力投入(L)采用各省年末就業(yè)人員數(shù)表示，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

金融發(fā)展(FIN)：借鑒以往文獻(xiàn)，本文用兩類指標(biāo)分別從金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率兩方面衡量金融發(fā)展：

一是金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)。用“地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款總額/GDP”來近似表示?？紤]到部分金融機(jī)構(gòu)的存款可能并沒有形成真實信貸以及形成固定資產(chǎn)投資，以“存貸款總額/GDP”來確定金融發(fā)展規(guī)模可能有失偏頗，其只能作為衡量潛在金融發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)。部分學(xué)者也認(rèn)為，在金融不發(fā)達(dá)的國家或地區(qū)，金融中介的功能主要體現(xiàn)為信貸資金的運用程度，將“存款余額”包括進(jìn)戈氏指標(biāo)的“金融資產(chǎn)”中可能不恰當(dāng)(王晉斌，2007)[20]。因此本文借鑒國內(nèi)大多數(shù)研究的做法[14]，用“地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款總額/GDP”(FIN1)表示地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模進(jìn)行檢驗。在此基礎(chǔ)上，再運用“地區(qū)金融機(jī)構(gòu)存貸款總額/GDP”(FIN2)作為金融發(fā)展規(guī)模的潛在指標(biāo)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。地區(qū)存貸款余額數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》和《金融統(tǒng)計年鑒》。

二是金融發(fā)展效率指標(biāo)。以往研究指出，信貸提供給國有部門的金融機(jī)構(gòu)在評估管理者、篩選投資項目和提供服務(wù)方面不及于把信貸提供給私人部門的金融中介，因此，將信貸區(qū)分為投向私人部門的部分和投向國有部門的部分，并用私人部門貸款的深度來刻畫金融體系資金配置效率將更能反映金融發(fā)展水平[21]。借鑒前人思路，本文采用“非國有企業(yè)貸款/GDP”(FIN3)作為金融發(fā)展的效率指標(biāo)做進(jìn)一步檢驗。由于沒有公布按照企業(yè)性質(zhì)分的信貸配給數(shù)據(jù)，本文假定各省分配到國有企業(yè)的貸款和該省國有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資額成正比，則非國有部門貸款比重可表示為全部貸款占GDP的比率扣除掉配給到國有企業(yè)的比重，即金融發(fā)展程度(非國有部門貸款比重)=總貸款/GDP×(1-國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額/全社會固定資產(chǎn)投資總額)。其中，固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)和貸款余額數(shù)據(jù)分別來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》和《金融統(tǒng)計年鑒》。

四、實證分析結(jié)果

(一)對外直接投資的母國生產(chǎn)率增長效應(yīng)和地區(qū)差異

首先檢驗中國OFDI對母國生產(chǎn)率的總體溢出效應(yīng)和地區(qū)差異，結(jié)果如表1所示。在不考慮地區(qū)差異時(Model 1)，lnSfo的系數(shù)為正，但是不顯著，表明現(xiàn)階段中國OFDI并未帶來明顯的國家層面的生產(chǎn)率溢出。

表1 OFDI對母國生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)及地區(qū)差異

注：**p<0.05；***p<0.01。

考慮到中國各地區(qū)之間存在巨大的差異，如東部發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、制度等環(huán)境明顯優(yōu)于中部和西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，我們預(yù)期其對外直接投資能對該地區(qū)的生產(chǎn)率有更大更顯著的促進(jìn)。因此，我們以西部地區(qū)為參照，設(shè)立東部虛擬變量(D1)和中部虛擬變量(D2)，進(jìn)一步檢驗OFDI生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的地區(qū)差異(Model 2)。正如我們所料，東部地區(qū)的對外直接投資獲得了顯著正的生產(chǎn)率溢出，其系數(shù)為0.016，西部地區(qū)的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)不明顯，中部地區(qū)的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)則顯著為負(fù)，表明中部地區(qū)的對外直接投資非但未能提升其生產(chǎn)率，反而對其有一定程度的損害。

鑒于積極的逆向生產(chǎn)率溢出發(fā)生在經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，因此可以推測地區(qū)的技術(shù)吸收能力可能是決定OFDI生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的關(guān)鍵。吸收能力越強(qiáng)的地區(qū)對OFDI帶來的先進(jìn)技術(shù)的吸收越充分，生產(chǎn)率溢出效應(yīng)就越顯著。接下來運用Hansen(1999)的門檻回歸模型研究金融發(fā)展這一重要吸收能力因素對OFDI生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的影響。

(二)OFDI和母國生產(chǎn)率增長：基于金融發(fā)展規(guī)模(FIN1)的門檻回歸分析

1. 門檻分析結(jié)果

按照Hansen(1999)的門檻估計方法，使用STATA軟件分別對單門檻模型(模型2)、雙門檻模型(模型3)和三門檻模型進(jìn)行估計。首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，在單門檻、雙門檻和三門檻的假設(shè)下對門檻效應(yīng)進(jìn)行分析，得到的F統(tǒng)計量和通過自抽樣法(bootstrap)得到的P值如表2所示。由表2可以看出，單門檻效應(yīng)和雙門檻效應(yīng)分別在1%和10%水平下顯著，而三門檻效應(yīng)卻不顯著。因此，門檻效應(yīng)檢驗顯示金融發(fā)展對OFDI的生產(chǎn)率溢出存在雙門檻作用。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(FIN1)

注：(1)*p<0.10;***p<0.01；(2)P值和臨界值均為采用bootstrap方法模擬300次后得到的結(jié)果。下同。

表3 門檻值估計結(jié)果及其置信區(qū)間(FIN1)

在確定金融發(fā)展對OFDI的生產(chǎn)率溢出存在雙門檻效應(yīng)后，進(jìn)一步對此雙門檻模型中兩個門檻值進(jìn)行估計和檢驗，表3報告了雙門檻模型門檻值的估計結(jié)果以及門檻值的95%置信區(qū)間。借助STATA軟件可以繪制似然比值與門檻參數(shù)的關(guān)系圖(見圖1和圖2)，圖中虛線為似然比統(tǒng)計量的臨界值，在5%的顯著性水平下，似然比統(tǒng)計量的臨界值為7.35。從圖1和圖2不難看出：當(dāng)門檻1估計值為1.143和門檻2估計值為1.734時，似然比值為0；當(dāng)門檻1估計值處于[1.143，1.158]區(qū)間內(nèi)和門檻2估計值處于[1.693，1.990]區(qū)間內(nèi)時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個門檻值都與實際門檻值相等。門檻γ1和門檻γ2估計出來后便可以對雙門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計，其參數(shù)估計結(jié)果列于表4。

表4 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果(FIN1)

注:* p<0.10，***p<0.01。

圖1 門檻1的估計值及95%置信區(qū)間(FIN1)

圖2 門檻2的估計值及95%置信區(qū)間(FIN1)

通過表4所示的門檻回歸結(jié)果，可以看出金融發(fā)展程度對我國OFDI生產(chǎn)率溢出存在顯著的“雙門檻效應(yīng)”，兩個門檻估計值分別為1.143和1.734。模型的估計結(jié)果顯示：一個地區(qū)金融市場發(fā)展程度未跨越最低門檻值1.143時，OFDI對該地區(qū)生產(chǎn)率的提升不顯著；跨越最低門檻后，生產(chǎn)率溢出效應(yīng)才開始變得顯著，但是此時溢出效應(yīng)僅為0.042；但若該地區(qū)的金融市場發(fā)展程度跨越了第二個門檻值1.734后，生產(chǎn)率溢出效應(yīng)就提升為0.071。這說明一個地區(qū)的金融市場發(fā)展程度對該地區(qū)OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)有很大影響。如前所述，發(fā)達(dá)的金融體系將為企業(yè)獲取和學(xué)習(xí)吸收國外先進(jìn)技術(shù)知識提供充分的融資支持，增強(qiáng)對先進(jìn)技術(shù)的吸收能力，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率增長，并進(jìn)一步通過人力資本效應(yīng)、競爭和模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)將學(xué)到的先進(jìn)技術(shù)知識溢出到其他企業(yè)，最終促進(jìn)整個地區(qū)生產(chǎn)率提升。如果地區(qū)金融市場發(fā)展程度跨越了最低門檻，金融部門為企業(yè)提供了充分的融資支持，企業(yè)將有足夠資金進(jìn)行對外投資和提升自身吸收能力來吸收和利用從國外獲得的新技術(shù)，從中獲得顯著的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)。當(dāng)金融發(fā)展跨越到更高的門檻后，企業(yè)對逆向溢出技術(shù)和知識的吸收將更充分，此時，企業(yè)獲得的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)將更大。

此外，關(guān)于模型中的控制變量，雙門檻回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI和進(jìn)口貿(mào)易對我國生產(chǎn)率均沒有起到正向促進(jìn)作用，但是，我國國內(nèi)研發(fā)投入顯著提升了國內(nèi)生產(chǎn)率。這說明當(dāng)前國內(nèi)研發(fā)投入仍然是促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的主要源泉。在強(qiáng)調(diào)通過各種渠道獲得國際技術(shù)溢出的同時，仍然要重視通過加強(qiáng)國內(nèi)研發(fā)投入提升自主創(chuàng)新能力。

2. 基于金融發(fā)展的我國省域劃分

根據(jù)表3所示的兩個門檻值可以將我國29個省市分成三個不同的區(qū)域，分別為：低金融發(fā)展區(qū)域(FIN1<1.143)、中等金融發(fā)展區(qū)域(1.143≤FIN1<1.734)和高金融發(fā)展區(qū)域(FIN1≥1.734)，表5報告了每年三個區(qū)域內(nèi)的省份數(shù)。

表5 不同金融發(fā)展區(qū)域的省份數(shù)

通過表5可以看出，各地區(qū)金融發(fā)展在2004-2011年基本保持比較平穩(wěn)的狀態(tài)，未越過第一門檻的地區(qū)占絕大多數(shù)，這些地區(qū)由于金融發(fā)展水平較低，在尋求外部金融支持以更好地吸收和利用對外投資獲得的新技術(shù)方面受到極大的限制，導(dǎo)致對外投資的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)不明顯。少部分地區(qū)的金融發(fā)展程度越過了第一個門檻，進(jìn)入了中等金融發(fā)展區(qū)域。例如在2011年，東部地區(qū)由于國家長期的扶持政策和地區(qū)良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)使得五個地區(qū)(北京、天津、上海、浙江、海南)的金融發(fā)展水平保持在第一個門檻之上，西部地區(qū)則由于國家近年來的政策傾斜，五個地區(qū)(四川、貴州、云南、青海、寧夏)的金融市場也得到了一定的發(fā)展從而越過了第一門檻。越過第一門檻的地區(qū)由于金融市場為對外投資企業(yè)提供了融資便利，使得這部分地區(qū)的對外投資能獲得一定的資金支持，但是由于金融市場發(fā)達(dá)程度不夠，對外投資企業(yè)的融資需求并未得到充分滿足，企業(yè)的吸收能力未能得到充分提升，導(dǎo)致其對生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)還不足夠大。只有當(dāng)越過了第二個門檻后，有了充分的融資支持，企業(yè)對新技術(shù)的學(xué)習(xí)和吸收才會更加充分。但是截至2011年，全國僅有兩個地區(qū)(北京和上海)進(jìn)入了高金融發(fā)展區(qū)域。這意味著我國整體金融發(fā)展水平還較低，在開展對外投資促進(jìn)生產(chǎn)率增長中還沒有發(fā)揮足夠大的作用。我國各級政府促進(jìn)企業(yè)“走出去”的過程中，不應(yīng)忽視而應(yīng)大力提升我國的整體金融水平。

另外，值得注意的是，中部八省份無一越過第一門檻。長期以來，東部地區(qū)因其地理位置、政策扶持等因素，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平遠(yuǎn)高于中部和西部地區(qū)，也集中了全國絕大多數(shù)的金融資源，這為該地區(qū)對外投資及生產(chǎn)率溢出提供了非?？捎^的資金保障和融資支持；西部地區(qū)則因為政府的“西部大開發(fā)”政策而受益，其金融資源的配置略強(qiáng)于中部地區(qū)，這就造成了中部地區(qū)的塌陷，其與東部和西部地區(qū)的金融發(fā)展的差距呈現(xiàn)緩慢擴(kuò)大的趨勢。金融資源的不足無法對中部地區(qū)吸收逆向溢出提供充分的外部融資支持，這就導(dǎo)致了其OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)不明顯甚至可能因為對外投資擠占了國內(nèi)投資而對生產(chǎn)率造成了負(fù)面影響。我國政府應(yīng)改善這種金融發(fā)展嚴(yán)重不平衡的狀況，重視并加大對中部的金融支持力度，努力為中部地區(qū)的對外投資和吸收國外獲得的新技術(shù)創(chuàng)造良好的融資環(huán)境，使中部盡可能地從對外投資中獲益，促進(jìn)生產(chǎn)率增長。

3. 滯后期檢驗

考慮到金融發(fā)展和其他各自變量(國內(nèi)R&D、FDI、進(jìn)口貿(mào)易、OFDI)對生產(chǎn)率的影響可能存在一定的滯后效應(yīng)，因此為了進(jìn)一步驗證研究結(jié)論，將門檻模型中的各自變量和門檻變量(即金融發(fā)展指標(biāo)FIN1)均取滯后一期，檢驗金融發(fā)展的門檻效應(yīng)是否仍然存在。實證結(jié)果表明，當(dāng)各自變量取滯后一期時，金融發(fā)展對OFDI生產(chǎn)率溢出的門檻效應(yīng)仍然存在，并仍然表現(xiàn)出雙門檻特征，兩個門檻值分別是0.827和1.147。檢驗結(jié)論和自變量取當(dāng)期時的檢驗結(jié)論一致，進(jìn)一步驗證了金融發(fā)展對OFDI生產(chǎn)率溢出的門檻效應(yīng)的存在。

4. 金融發(fā)展規(guī)模與OFDI生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的再檢驗：“地區(qū)存貸款總額/GDP”(FIN2)

考慮到地區(qū)存款也是金融資產(chǎn)的一部分，存款余額也可以計入金融資產(chǎn)總量，因此進(jìn)一步運用“地區(qū)存貸款總額/GDP”作為金融發(fā)展的潛在指標(biāo)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。檢驗結(jié)果也表明，采用“存貸款總額/GDP”這一衡量潛在金融發(fā)展水平的指標(biāo)時，金融發(fā)展仍然對生產(chǎn)率增長的影響呈現(xiàn)門檻特征，不過這種門檻效應(yīng)表現(xiàn)出單門檻特征：當(dāng)存貸款總額比重低于門檻值2.274時，對外投資的生產(chǎn)率增長效應(yīng)并不明顯，但是一旦該指標(biāo)超過2.274，生產(chǎn)率增長變得顯著，達(dá)到0.027。這一檢驗結(jié)果進(jìn)一步印證了前面的結(jié)論。

(三)OFDI和母國生產(chǎn)率增長：基于金融發(fā)展效率的門檻回歸分析(FIN3)

以“非國有企業(yè)貸款/GDP”(FIN3)作為衡量金融發(fā)展效率的指標(biāo)對金融發(fā)展的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，金融發(fā)展效率仍然對生產(chǎn)率溢出呈現(xiàn)門檻特征，不過這種門檻效應(yīng)表現(xiàn)出單門檻特征：當(dāng)非國有企業(yè)貸款比重低于門檻值0.692時，對外投資對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用并不明顯，但是一旦該指標(biāo)超過0.692，對生產(chǎn)率的促進(jìn)變得顯著，達(dá)到0.035。表6-表8匯報了金融發(fā)展效率的門檻估計結(jié)果。

截至2011年，越過門檻值的省份數(shù)達(dá)16個(北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、廣東、海南、四川、貴州、云南、青海、寧夏)，這意味著大多數(shù)省份以非國有貸款占GDP比重衡量的金融發(fā)展效率已經(jīng)達(dá)到能促使生產(chǎn)率提高的門檻值，但同時仍然有部分地區(qū)未能超過門檻值，主要集中在中部和西部地區(qū)。由于未能對地區(qū)對外投資和吸收先進(jìn)技術(shù)提供充分的金融支持，這些金融發(fā)展效率落后地區(qū)的對外投資未能帶來明顯的生產(chǎn)率增長。就該指標(biāo)所反映的金融發(fā)展來看，中部地區(qū)仍然處于塌陷狀態(tài)。這說明，無論是以金融發(fā)展的規(guī)模衡量，還是以金融發(fā)展的效率衡量，中部地區(qū)都明顯弱于東部和西部地區(qū)。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(FIN3)

注：***p<0.01。

表7 門檻值估計結(jié)果及其置信區(qū)間(FIN3)

表8 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果(FIN3)

注：***p<0.01。

各年各金融發(fā)展效率區(qū)域的省份數(shù)量變化趨勢如圖3所示。從圖3可以看出，低金融發(fā)展效率區(qū)域的省份數(shù)在不斷下降，高金融發(fā)展效率區(qū)域的省份數(shù)在逐漸增加。這一趨勢和前面金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)表現(xiàn)的趨勢不同，表明雖然各地區(qū)的金融資產(chǎn)總量近年來變化不太大，但是金融資源的配置效率正逐年改善，各地區(qū)投放于非國有部門的貸款逐年增多，金融資源正逐漸配置到更有效率更有創(chuàng)新性的非國有部門，這必將對OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)產(chǎn)生越來越積極的作用。值得注意的是，雖然跨過金融效率(FIN3)門檻的省份數(shù)多于跨過金融規(guī)模(FIN1)門檻的省份數(shù)，但是由于金融規(guī)模總量的不足，尤其是中西部金融規(guī)?？偭康牟蛔?，導(dǎo)致這兩個區(qū)域的對外投資尚未對本地區(qū)生產(chǎn)率產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用。

圖3 各區(qū)域省份數(shù)變化趨勢圖

五、研究結(jié)論和政策建議

一國或地區(qū)的金融發(fā)展水平在跨國企業(yè)通過對外投資帶動本企業(yè)和本國生產(chǎn)率提升中扮演著重要角色，主要通過為跨國企業(yè)對外投資活動提供融資保障以及為先進(jìn)技術(shù)知識的學(xué)習(xí)吸收提供融資支持、增強(qiáng)企業(yè)的吸收能力促進(jìn)OFDI的生產(chǎn)率溢出。本文運用中國對外投資的省際面板數(shù)據(jù)，研究了母國金融發(fā)展對OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的具體影響。研究結(jié)果表明，在OFDI與母國生產(chǎn)率增長的關(guān)系中，金融發(fā)展表現(xiàn)出明顯的門檻特征，即只有當(dāng)?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平跨越某一特定“門檻”時，對外投資才可能對母國生產(chǎn)率增長產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。通過對金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率的門檻效應(yīng)的檢驗，發(fā)現(xiàn)目前只有部分省份通過了金融發(fā)展規(guī)模門檻和效率門檻，尤其是金融規(guī)模指標(biāo)，大部分省份仍徘徊在門檻值之下，達(dá)到第二門檻的唯有北京和上海兩地。這說明我國目前整體金融發(fā)展尚未達(dá)到促使OFDI產(chǎn)生充分的生產(chǎn)率溢出的水平。金融體系的不發(fā)達(dá)已經(jīng)成為制約我國OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的一個重要因素。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，目前金融發(fā)展的省際差異明顯，跨過門檻值的基本為東部和西部省份，中部地區(qū)甚少。在金融發(fā)展方面，中部地區(qū)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東部和西部地區(qū)。

結(jié)合本文的研究結(jié)論，提出以下建議：

1. 推進(jìn)市場化導(dǎo)向的金融體制改革，提高金融體系運作效率，改善我國OFDI的生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的金融支持環(huán)境，推動各地區(qū)金融發(fā)展跨過門檻值，進(jìn)而提升各地區(qū)對OFDI溢出知識技術(shù)的吸收能力。一是加快商業(yè)銀行信貸管理改革，加大對小企業(yè)、初創(chuàng)企業(yè)和非國有企業(yè)的信貸支持力度。充分發(fā)揮市場機(jī)制在改善金融資源配置效率中的作用，盡可能將金融資源投向更有效率的部門。逐步消除基于所有制性質(zhì)的信貸歧視，賦予民營企業(yè)和國有企業(yè)、外資企業(yè)同等的融資便利和信貸支持，切實解決民營企業(yè)長期以來面臨的融資難的困境。二是大力鼓勵和發(fā)展金融創(chuàng)新，積極拓寬多種融資渠道，尋求解決企業(yè)尤其是廣大中小企業(yè)融資困境的新思路。近年來以阿里金融為代表的互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新模式涌現(xiàn)，因其具有融資門檻低、操作便捷等優(yōu)勢逐漸成為中小企業(yè)融資的有效途徑，并成為現(xiàn)有金融體系的有益補(bǔ)充。政府應(yīng)從加強(qiáng)和完善制度建設(shè)入手，采取有效措施規(guī)范和引導(dǎo)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展，包括：完善規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的相關(guān)法律法規(guī)體系、加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)金融融資平臺政策引導(dǎo)和行業(yè)監(jiān)管、規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)金融信用體系建設(shè)、加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)金融融資風(fēng)險監(jiān)控等。三是繼續(xù)大力完善資本市場，構(gòu)建多層次的金融支撐體系，優(yōu)化全社會融資規(guī)模結(jié)構(gòu)，滿足不同融資主體多元化的融資需求。要積極發(fā)展風(fēng)險投資基金、創(chuàng)業(yè)投資基金和私募股權(quán)投資基金，豐富以個人投資者、創(chuàng)業(yè)投資基金和私募股權(quán)為基礎(chǔ)的高新技術(shù)企業(yè)融資渠道。同時加強(qiáng)資本市場的規(guī)范管理，提升資本市場效率，完善企業(yè)債券融資的機(jī)制和渠道，改善企業(yè)過分倚重銀行融資的狀況，順暢企業(yè)自主融資渠道，有效實現(xiàn)企業(yè)融資渠道的分流。通過金融體制改革，快速推進(jìn)地區(qū)金融發(fā)展跨越門檻值，在促進(jìn)OFDI生產(chǎn)率溢出效應(yīng)發(fā)揮積極作用。

2. 基于金融發(fā)展的地區(qū)差異，政府應(yīng)制定長期的、規(guī)范的區(qū)域金融發(fā)展戰(zhàn)略，實施差異化的金融改革措施，協(xié)調(diào)各地區(qū)金融均衡發(fā)展，以充分利用金融體系的支持最大限度地獲得OFDI的生產(chǎn)率溢出。對于東部和西部地區(qū)而言，其金融發(fā)展規(guī)模和效率均好于中部，部分省份已經(jīng)跨越了門檻值，這些跨越門檻值的省份應(yīng)充分利用本地區(qū)的金融資源優(yōu)勢，完善和優(yōu)化現(xiàn)有的金融結(jié)構(gòu)，開拓和豐富多元化的融資渠道，為更多不同的融資主體提供更充分的融資便利。對于西部省份來說，尤其要注意進(jìn)一步提高金融資源配置效率，加快建立現(xiàn)代金融體系和完善金融服務(wù)機(jī)制，把握西部大開發(fā)的契機(jī)，盡快建立起更加規(guī)范有序和更有活力的金融體系。中部地區(qū)整體金融發(fā)展水平相對落后，政府應(yīng)首先將戰(zhàn)略重點放在對該地區(qū)金融資源總量的調(diào)節(jié)上，結(jié)合中部地區(qū)良好的教育資源和“中部崛起”的經(jīng)濟(jì)建設(shè)的總體規(guī)劃，采取有效措施努力提高金融機(jī)構(gòu)占有的金融資源總量。在此基礎(chǔ)上，以提高資金配置效率為目的，逐步形成市場主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)，努力構(gòu)建有利于地方金融發(fā)展的政策體系，促進(jìn)地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境的全面提升，以爭取早日跨過門檻值，盡可能快地為本地區(qū)的對外投資和生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的獲取發(fā)揮積極作用。

3. 鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)積極開展海外融資，拓寬企業(yè)對外投資的融資渠道。據(jù)調(diào)查，我國企業(yè)對外投資的資金90%以上來自國內(nèi)，以企業(yè)自有資金和本國金融市場為主要來源。融資渠道有限，融資方式單一。政府應(yīng)采取有效措施鼓勵、引導(dǎo)和支持企業(yè)在對外投資中將海外融資與境內(nèi)融資相結(jié)合，拓展融資渠道。一是加大金融機(jī)構(gòu)走出去力度，在稅收優(yōu)惠、準(zhǔn)入門檻等方面出臺政策鼓勵和扶持有條件的金融機(jī)構(gòu)通過在海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)等渠道，到境外開展業(yè)務(wù)，構(gòu)筑全球金融服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，為我國企業(yè)對外投資提供金融服務(wù)支撐；二是積極搭建各級海外融資平臺，通過匯集和海外融資相關(guān)的金融產(chǎn)品和政策展示，可以暢通融資主體與外匯銀行雙方的融資供求信息渠道，從而有效促進(jìn)雙方對接。同時鼓勵和支持對外投資企業(yè)通過境外上市或設(shè)立海外子公司等方式搭建企業(yè)海外融資平臺，通過在國際資本市場或投資東道國市場發(fā)行債券、股票進(jìn)行融資，或向國際商業(yè)銀行和國際金融機(jī)構(gòu)貸款等方式籌措所需資金，充分保證對外投資企業(yè)資金鏈暢通；三是完善海外融資政策，為對外投資企業(yè)的海外融資保駕護(hù)航。包括：設(shè)立政策性擔(dān)保公司為境外融資提供保證，增強(qiáng)“走出去”企業(yè)外部融資能力，降低金融機(jī)構(gòu)放款風(fēng)險；放寬境內(nèi)外匯指定銀行為我國境外投資企業(yè)融資提供對外擔(dān)保的門檻；放寬外匯管理，為企業(yè)對外投資提供匯兌便利。通過積極引導(dǎo)和支持跨國企業(yè)拓展海外融資渠道，充分發(fā)揮金融市場對技術(shù)溢出的積極作用，為對外投資企業(yè)提供更多更充分的資金保障，促使OFDI為我國帶來更積極的生產(chǎn)率溢出。

參考文獻(xiàn)：

[1] DRIFFIELD N, LOVE J, TAYLOR K. Productivity and labor demand effects of inward and outward FDI on UK industry [J].The Manchester School, 2009, 77(2): 171-203.

[2] BITZER J, KEREKES M. Does foreign direct investment transfer technology across borders? new evidence [J]. Economics Letters, 2008, 100(3): 355-358.

[3] BITZER J, GORG H. Foreign direct investment, competition and industry performance [J]. The World Economy, 2009, 32(2): 221-233.

[4] DIERK H. The long-run relationship between outward FDI and total factor productivity: evidence for developing countries [R]. Working Paper, 2010.

[5] 蔣冠宏, 蔣殿春, 蔣昕桐. 我國技術(shù)研發(fā)型外向FDI的“生產(chǎn)率效應(yīng)”[J]. 管理世界, 2013(9): 44-54.

[6] XU B. Multinational enterprises, technology diffusion and host country productivity growth [J]. Journal of Development Economics, 2000, 62(2): 477-493.

[7] KINOSITA Y. R&D and technology spillovers via FDI: innovation and absorptive capacity [R]. Willian Davidson Institute Working Paper, 2001.

[8] GIRMA S. Absorptive capacity and productivity spillovers from FDI: a threshold regression analysis [J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 2005, 67(3): 281-306.

[9] 陳巖. 中國對外投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)實證研究：基于吸收能力的分析視角[J]. 中國軟科學(xué), 2011(10): 61-72.

[10] 李梅, 柳士昌. 對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J]. 管理世界, 2012(1): 21-32.

[11] HSU P, TIAN X, XU Y. Financial development and innovation: cross-country evidence [J]. Journal of Financial Economics, 2014, 112(1):116-135.

[12] HERMES N, LENSINK R. Foreign direct investment, financial development and economic growth [J]. The Journal of Development Studies, 2003, 40(1): 142-163.

[13] AZMAN-SAINI W N W, LAW S H, AHMAD A H. FDI and economic growth: new evidence on the role of financial markets [J].Economics Letters, 2010, 107(2): 211-213.

[14] 李金昌, 曾慧. 基于金融市場發(fā)展的FDI溢出效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系：省際面板數(shù)據(jù)研究[J]. 統(tǒng)計研究, 2009(3): 30-37.

[15] 林季紅, 郭志芳. 金融市場、FDI與全要素生產(chǎn)率增長[J]. 世界經(jīng)濟(jì)研究, 2013(5): 74-80.

[16] 韓立巖, 顧雪松. 中國對外投資是過度還是不足？[J]. 中國軟科學(xué), 2013(10): 21-34.

[17] ALFARO L, AREENDAM C, SEBNEM K, et al. Does foreign direct investment promote growth? exploring the role of financial markets on linkages [J].Journal of Development Economics，2010, 91(2): 242-256.

[18] HANSEN B E. Threshold effects in non-dynamic panels: estimation, testing and inference [J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.

[19] 張軍, 吳桂英, 張吉鵬. 中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2004(10): 35-44.

[20] 王晉斌. 金融控制政策下的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2007(10): 95-104.

[21] LAEVEN L, LEVINE R, MICHALOPOULOS S. Financial innovation and endogenous growth [J]. Journal of Financial Intermediation, In Press, Available online 21 April 2014.